學校氛圍與青少年學校適應的長期預測關系性別的調節(jié)效應

學校氛圍與青少年學校適應的長期預測關系性別的調節(jié)效應

1學校氛圍與青少年學校適應的關系年輕學生的時間占他們覺醒時間的三分之二以上。學校經驗無疑是家庭經驗之外的另一個重要的微環(huán)境（cecentisrobot，2011）。學校氛圍是一個綜合反映學校環(huán)境的變量,包括組織層面、教學層面、人際關系、文化、價值觀等多方面(Cohen,McCabe,Michelli,&Pickeral,2009;Roeser,Eccles,&Sameroff,2000)。盡管目前對于學校氛圍的界定尚存爭議,但研究者大多從人際氛圍、組織氛圍和教學氛圍三個層面來研究學校氛圍(Danielsen,Wiium,Wilhelmsen,&Wold,2010;Loukas&Robinson,2004;Wang&Dishion,2012;Way,Reddy,&Rhodes,2007)。從學生視角出發(fā)的研究更多關注人際氛圍和教學氛圍,甚至認為學校氛圍就是指學生之間、師生之間互動交往的質量(Jiaetal.,2009;Kuperminc,Leadbeater,&Blatt,2001;Wayetal.,2007)。青少年對學校中的人際氛圍和教學氛圍非常敏感,渴望與他人建立深層次的關系,期待獲得更多學習上的自主權(Roeseretal.,2000)。因此,在本研究中,學校氛圍是指青少年在校感知到的人際交往質量和自主機會。學校適應是一個廣泛使用的概念,但無明確界定。一般認為學生在學校中表現(xiàn)出的社會行為結果即為學校適應(Baker,2006;Chen,Chen,&Kaspar,2001;Wayetal.,2007)。因此,目前主要以學業(yè)適應(學習動機、學業(yè)成績)、行為適應(如外顯行為問題、社會能力、同伴地位等)、心理適應(如自尊、焦慮、抑郁、孤獨感等)作為學校適應的指標(Chen,Wang,&Cao,2011;Wayetal.,2007;Jiaetal.,2009;Loukas&Robinson,2004)。學校氛圍在青少年學校適應中發(fā)揮著重要作用。一方面,個體進入青春期后要經歷生理和心理上的巨大變化,對所處環(huán)境的氛圍更加敏感,期望得到同伴和成人的支持,自主需求的愿望強烈。另一方面,青少年早期是個體從小學進入中學的過渡期,需要面對新的環(huán)境和教育要求(Eccles&Roeser,2011;Roeseretal.,2000;Wentzel,Battle,Russell,&Looney,2010)。青少年感知到的學校氛圍與其學業(yè)動機、學業(yè)成績、心理適應、行為問題、社會能力等密切相關。有研究發(fā)現(xiàn)青少年感知到的教師支持和同學支持越多,其學業(yè)主動性越強,而個體感知到的自主機會與學業(yè)主動性無顯著相關(Danielsenetal.,2010;Eccles&Roeser,2011;Wentzeletal.,2010)。此外,跨文化研究表明,中美兩國七年級學生感知到的教師支持和同學支持越多,其學業(yè)成績越高(Jiaetal.,2009)。除了與學業(yè)相關之外,學校氛圍與青少年的心理適應和行為適應也密切相關。如有研究表明高水平的教師支持、同學支持以及更多的自主機會會提升青少年的自尊(Wayetal.,2007;Way&Robinson,2003),減少抑郁傾向和焦慮水平(Wayetal.,2007)。新近研究發(fā)現(xiàn)學業(yè)支持、教師支持、同學支持等對青少年問題行為、參與不良同伴圈子的行為具有負向預測作用,而學校行為管理對其問題行為并無顯著預測作用(Wang&Dishion,2012)。盡管已有實證研究探討了學校氛圍與青少年學校適應的關系,但仍存一些不足。首先,現(xiàn)有研究大多是橫斷研究或短期追蹤研究,無法揭示學校氛圍與青少年學校適應的動態(tài)變化關系(Baker,2006;Dotterer&Lowe,2011;Mercer,Nellis,Martinez,&Kirk,2011;Wentzeletal.,2010)。其次,學校氛圍作為背景性因素,與青少年學校適應之間的關系較為復雜。當前研究更多關注了學校氛圍對諸如種族、社經地位、努力控制、自我批評等變量與青少年適應結果之間的調節(jié)作用(Kupermincetal.,2001;Loukas&Murphy,2007;Way&Robinson,2003),但卻未關注其它心理變量的調節(jié)作用。如有研究發(fā)現(xiàn)班級情緒氛圍僅對高焦慮孤獨兒童(anxioussolitudechild)的同伴關系具有預測作用,而對低焦慮孤獨兒童的同伴關系無預測作用(Gazelle,2006)。性別作為一個重要的人口學變量,可能也調節(jié)著學校氛圍與青少年學校適應的關系。雖然良好的學校氛圍對男女生的學校適應都有積極作用,但積極的學校氛圍可能對男生的內隱和外顯問題的保護作用更明顯(Kupermincetal.,1997;Kupermincetal.,2001;Loukas&Murphy,2007)。學校氛圍中的人際層面究竟是對女生還是男生更敏感,目前尚無定論。有橫斷研究發(fā)現(xiàn)師生關系、生生關系對男生的外顯和內隱問題均有影響,但僅對女生的內隱問題有預測作用(Kupermincetal.,1997)。這說明男生可能對學校氛圍更加敏感。此外隨著在校時間的增加,學校氛圍對男女生學校適應的作用是否也隨之變化,尚需進一步探索。最后,當前關于學校氛圍與青少年學校適應的研究幾乎都是在西方文化背景中展開的,西方的研究結果并不一定完全適用于中國學校背景下的青少年。中國學校中,教師是班上的權威,是學生學習的榜樣,而且花很多時間與學生在一起,對學生的學校適應更為重要(Chan&Chan,2005)。此外,中國青少年在學校中的自主機會要比西方學校少,國內學校更強調學生服從教師和學校的安排,而西方學校更加鼓勵個體獨立的探索。因而中國學校中青少年感知到的自主機會越多,可能反而被認為是適應不良的。綜上所述,從學校經歷的角度探討青少年的學校適應,對于青少年適應問題的干預和預防具有重要意義。本研究對初一學生進行三年的長期追蹤研究,考察青少年感知到的學校氛圍對其學校適應的長期作用,以及性別對青少年感知到的學校氛圍與其學校適應之間的調節(jié)作用。我們假設隨著在校時間的增加,學校氛圍對青少年后期的學校適應各指標的預測可能不同。來自教師與同伴的支持對青少年的學校適應具有積極作用,自主機會對其學校適應具有負向作用。性別對學校氛圍與青少年學校適應之間的關系具有部分調節(jié)作用。2學習方法2.1對于非流變學變量,交叉學現(xiàn)象在一年的教師支持及與非流失被試與非流失被試期間的行為情況,各有側重,總參數(shù)不高,每有5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5%的教師支持與學習問題拉伸,導致有明顯差異,總參數(shù)不高,導致有明顯差異,總參數(shù)不高,導致有明顯差異,總參數(shù)不高,導致有明顯差異,總參數(shù)不高,有5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.5.采用整群抽樣從南京市三所中學選取709名初一學生(M年齡=12.26歲,SD年齡=0.53歲)及其班主任教師作為最初被試,其中男生352名(49.8%),2人未報告性別。三年的研究中,被試有不同程度的流失。參加三次學生自我報告和教師評定的被試分別為709名、684名、669名、678名、652名、609名。對流失被試與非流失被試在學校氛圍、學校適應上進行t檢驗分析的結果表明,第二年流失被試與非流失被試在第一年的教師支持[t(707)=-0.41,p>0.05]、同學支持[t(707)=1.32,p>0.05]、自主機會[t(707)=0.49,p>0.05]、外顯問題[t(675)=-0.08,p>0.05]、學習問題[t(675)=0.07,p>0.05]、害羞焦慮[t(675)=0.70,p>0.05]、同伴欺辱[t(675)=-0.06,p>0.05]及適應能力[t(675)=-1.56,p>0.05]方面均無顯著差異。第三年流失被試與非流失被試在第一年的教師支持[t(707)=-0.28,p>0.05]、同學支持[t(707)=0.86,p>0.05]、自主機會[t(707)=0.92,p>0.05]、外顯問題[t(675)=1.37,p>0.05]、學習問題[t(675)=1.90,p>0.05]、害羞焦慮[t(675)=0.12,p>0.05]、同伴欺辱[t(675)=0.96,p>0.05]及適應能力[t(675)=-0.04,p>0.05]方面也均無顯著差異。因此,說明樣本的流失是隨機的。2.2量表信效度分析感知到的學校氛圍量表(ThePerceivedSchoolClimateScale)。該量表由美國青少年干預研究與發(fā)展中心(Felneretal.,1997)編制,分教師支持、同學支持、學生自主機會以及學校規(guī)則的清晰性與一致性四個維度。Jia等人(2009)在中國被試群體中對該問卷修訂時,保留了信效度較高的教師支持、同學支持、學生自主機會三個維度。本研究采用了Jia等人的三維結構版本,采用likert式四點量表記分,“1”~“4”表示“從不”到“總是”,由學生自我報告,得分越高表示教師支持、同學支持、學生自主機會越高?？偭勘砑叭齻€維度在三年的測量中的Cronbachα系數(shù)介于0.68~0.89之間,說明具有較好的信度。教師-兒童評價量表(TheTeacher-ChildRatingScale)。該量表由Hightower等人(1986)編制,用來評價中小學生的適應問題與適應能力,其中學校適應問題包括外顯問題、學習問題、害羞焦慮,適應能力主要包括果敢社交、任務定向、挫折耐受以及同伴社交分量表。Chen等人(Chen,Chen,&Kaspar,2001;Chen,Wang,&Cao,2011)在中國文化背景中修訂時,增加了同伴欺辱分量表,并在其它維度適當增加了一些題目,其結果表明該量表具有良好的信效度。本研究采用了Chen等人的版本,共54個項目,采用likert式五點記分,“1”~“5”表示“完全不符合”到“完全符合”,各維度所屬題目的平均分即為維度得分。在Chen等人的研究及本研究中,該量表適應能力方面的四個分量表的相關均很高(0.67~0.93之間),故將四個分量表合成一個。該量表由班主任進行評價,總量表及外顯問題、學習問題、害羞焦慮、同伴欺辱、適應能力在三年測查中的Cronbachα系數(shù)介于0.72~0.96之間?？梢?該量表在本研究中具有較好的信度。學業(yè)成績。本研究收集了學生每學年第一學期期末以及第二學期期中、期末考試的主課成績然后求平均。2.3對參加研究的基本情況的培訓和測量首先,發(fā)放知情同意書。其次,培訓主試,協(xié)調安排測試。主試分別由發(fā)展心理學專業(yè)的碩士研究生擔任,測試前進行了相關培訓,統(tǒng)一指導語。最后,對同意參加本研究的被試進行施測。從2006年11月中旬開始,每隔一年測查一次,共進行了三次整班測查,每次測查的時間約為50分鐘,除了本研究所涉及到的變量外,還收集了其它方面的數(shù)據(jù)。每次完成測查后,被試均可獲得一份精美的禮品。2.4管理與統(tǒng)計分析采用SPSS16.0forWindows軟件進行了數(shù)據(jù)錄入與統(tǒng)計分析。3研究結果3.1教師支持與學校適應的關系三次測查的學校氛圍、學校適應的平均數(shù)及標準差見表1。為了考察學校氛圍在三次測查間的發(fā)展變化及性別差異,分別進行了重復測量方差分析和獨立樣本t檢驗。重復測量方差分析的結果表明,教師支持的時間效應顯著,F(2,668)=16.22,p<0.001,并且存在著顯著的線性(F=25.89,p<0.001)或非線性增長趨勢(F=7.00,p<0.01),進一步檢驗表明,第二年、第三年的教師支持顯著高于第一年的教師支持,而第二年與第三年的教師支持差異不顯著。同學支持的時間效應不顯著,F(2,668)=1.27,p>0.05。學生自主的時間效應顯著,F(2,668)=5.18,p>0.01,且存在著顯著的線性下降趨勢(F=10.18,p<0.001),進一步檢驗發(fā)現(xiàn),第一年的學生自主顯著高于第三年的學生自主,而第一年與第二年、第二年與第三年的學生自主差異都不顯著。這說明在三年的測查中,教師支持隨時間而出現(xiàn)顯著地線性或非線性增長,而學生自主則隨時間而出現(xiàn)顯著地線性下降。此外,對三次測查學校氛圍進行的性別差異檢驗發(fā)現(xiàn),性別效應均不顯著。學校氛圍與學校適應的相關分析結果見表2。由表2可知,第一年的教師支持分別與第一年的外顯問題、學習問題、害羞焦慮、同伴欺辱,第二年的外顯問題、學習問題、害羞焦慮顯著負相關,與其第一年的適應能力、學業(yè)成績,第二年的適應能力,第三年的適應能力顯著正相關。第一年的同學支持分別與第一年的學習問題、害羞焦慮、同伴欺辱,第二年的外顯問題、學習問題、同伴欺辱,第三年的害羞焦慮顯著負相關。另外,第一年的同學支持分別與第一年的適應能力、學習成績,第二年的適應能力、學習成績以及第三年的適應能力、學習成績顯著正相關。第一年的自主機會與第一年的適應能力顯著正相關,與其第三年的學習成績顯著負相關。第二年的教師支持與第二年的學校適應各指標相關均不顯著。第二年的同學支持與第二年的外顯問題顯著負相關。第二年的自主機會與第三年的學業(yè)成績顯著負相關。第三年的教師支持、同學支持、自主機會與第三年的學校適應各指標相關均不顯著。3.2學校適應對其適應的發(fā)展狀況和趨勢采用層次線性回歸分析分別進行了第二年、第三年學校適應各指標對性別、第一年和第二年學校氛圍的回歸分析(Enter法)。模型中進入下一層變量后,上一層變量則自動成為控制變量,表3和表4中所呈現(xiàn)的結果均為納入所有層變量后的回歸分析結果。由表3可知,分別控制了第一年學校適應后,性別能顯著預測第二年的外顯問題、學習問題、同伴欺辱和學業(yè)成績。男生的外顯問題、學習問題、同伴欺辱等適應問題顯著高于女生,而女生的學業(yè)成績顯著高于男生。在分別控制了第一年的學校適應及性別后,第一年的教師支持能顯著負向預測第二年的學習問題、害羞焦慮,顯著正向預測第二年的適應能力。第一年的同學支持能顯著負向預測第二年的學習問題。第一年的自主機會能顯著正向預測第二年的學習問題,顯著負向預測其第二年的適應能力。性別與T1同學支持對T2害羞焦慮的交互作用顯著,性別與T1學生自主機會對T2同伴欺辱的交互作用顯著。簡單斜率分析表明,T1同學支持能顯著負向預測女生T2時的害羞焦慮(β=0.14,t=2.42,p<0.05),而對男生T2時的害羞焦慮預測不顯著(β=0.02,t=0.34,p>0.05)。T1學生自主機會能顯著負向預測女生T2時的同伴欺辱(β=0.13,t=2.14,p<0.05),而對男生T2時的同伴欺辱預測不顯著(β=0.11,t=1.81,p>0.05)。第三年的學校適應對其性別、第一年、第二年學校氛圍的回歸分析結果見表4。在分別控制了第一年和第二年的學校適應后,性別能顯著預測第三年的外顯問題、學習問題及適應能力。男生在外顯問題、學習問題等適應問題上的得分顯著高于女生,而女生在適應能力上的得分則顯著高于男生。第一年的教師支持對第三年的學校適應的預測不顯著。第一年的同學支持能顯著正向預測第三年的適應能力,顯著負向預測其第三年的學業(yè)成績。第一年的自主機會能顯著正向預測第三年的同伴欺辱,顯著負向預測適應能力。在分別控制了第一年、第二年的學校適應及第一年的學校氛圍后,第二年的教師支持對第三年的學校適應的預測不顯著。第二年的同學支持能顯著負向預測第三年的適應能力與學業(yè)成績。第二年的自主機會對第三年學校適應的預測不顯著。此外,性別分別與T1教師支持、T1同學支持、T2同學支持對T3外顯問題的交互作用均顯著。簡單斜率分析結果表明,T1教師支持對女生T3時的外顯問題的預測不顯著(β=0.07,t=1.14,p>0.05),而T1教師支持能顯著負向預測男生T3時的外顯問題(β=-0.13,t=-2.14,p<0.05)。T1同學支持對女生T3時外顯問題的預測不顯著(β=-0.01,t=-0.11,p>0.05),T1同學支持對男生T3時外顯問題的預測也不顯著(β=0.04,t=0.58,p>0.05)。T2同學支持顯著正向預測女生T3時的外顯問題(β=0.15,t=2.54,p<0.05),對男生T3時的外顯問題的預測不顯著(β=0.09,t=-1.45,p>0.05)。4討論4.1學校適應的影響首先,本研究表明隨著在校時間的增加,教師支持呈線性或非線性的增長,尤其是從初一到初二,增長更為迅速,而自主支持卻呈明顯地線性下降。此外,男女生感知到的學校氛圍無明顯差異。學校氛圍與青少年后期不同適應結果指標的關系不同,青少年第一年感知到的學校氛圍與其第二年、第三年的學校適應問題和適應能力均密切相關,而第二年感知到的學校氛圍僅與其第三年的學校適應能力和學業(yè)成績相關。這說明,青少年在入學之初感知到的學校氛圍,與其后期不良適應結果和適應能力的關系均比較密切,最初感受到的學校氛圍會給個體一種先入為主的印象,成為青少年入學之后行事的參照點或出發(fā)點(Eccles&Roeser,2011;Fan,Williams,&Corkin,2011)。這提示我們在預防和干預青少年的學校適應問題時,抓好入學之初的學校教育和引導是重中之重。另一方面,前人的研究表明青少年感知到的教師支持、同學支持及自主機會隨著年級的升高而下降(Wayetal.,2007),說明青少年對學校氛圍的敏感性在下降?？赡苋雽W之初,學校環(huán)境的變化會引起青少年心理和行為方面的劇烈變化,但隨著對環(huán)境的熟悉,學校環(huán)境與其適應能力和學業(yè)成績的相關性逐漸降低。其次,本研究發(fā)現(xiàn)青少年感知到的自主機會越多反而越不利于其學校適應。這與西方研究結果相反,西方青少年在學校中獲得的自主機會越多,則越有利于其當前和后期的學校適應(Dotterer&Lowe,2011;Wayetal.,2007;Way&Robinson,2003)。這可能與東西方文化差異和學校管理體制有關。西方學校,乃至西方社會文化更加鼓勵個體的獨立和自主,強調個體充分發(fā)揮自己的主動性,積極地嘗試和探索世界。而中國文化更強調集體的協(xié)調一致,尤其在注重程序化管理的中小學,學校更強調學生要聽從教師的指導,個體的學習和行為要與班集體保持一致,不鼓勵個體在班級或學校中的自主行事(Chenetal.,1998;Jiaetal.,2009)。因此,在西方學校中,學生課堂內外的自主行為是被接納和受歡迎的,在學校表現(xiàn)出的自主行為越多,則被認為是有能力,適應良好的;而中國學校的學習內容和學習時間的自主安排被認為是不遵守紀律的,挑戰(zhàn)教師權威的(Chenetal.,1998;Jiaetal.,2009)。此外,本研究中青少年學校適應是由教師評定的,評定者的判定標準在某種程度上代表了學校對學生的要求和期望。因此,覺得自主機會較多的青少年,可能被認為有更多適應問題。最后,來自教師和同伴的支持是青少年學校適應的保護因素,但隨著在校時間的增加,早期的同學支持對青少年后期的學校適應也可能具有負向作用。盡管早期同學支持對青少年后期學校適應能力和學業(yè)成績的負向作用超出了我們的直觀經驗,但從青少年發(fā)展的角度和所處的競爭性學校環(huán)境來看并不為奇。雖然進入青春期后,建立親密的同伴關系,獲得同伴在情感、心理上的支持對于青少年的自我認同和心理適應來說至關重要(Buhrmester,1990),但同學支持可能隨著年級的升高而發(fā)生變化。個體由小學進入到中學后,面對陌生的學校環(huán)境,迫切需要同學之間的相互支持和幫助,所以同學間的相互鼓勵和支持可能對個體產生積極的影響,我們的研究結果也表明第一年的同學支持對第二年學習問題有保護作用,也能促進第三年的適應能力。進入高年級后,隨著青少年自我意識的增強,同學之間的社會比較和競爭隨之而來,同時學校也強調個體之間成績和能力的對比(Cohenetal.,2009;Eccles&Roeser,2011;Roeseretal.,2000),而那些對同學支持依賴較多的個體會被認為是缺乏能力的。本研究發(fā)現(xiàn)教師支持越多,青少年后期的學校適應越好。一方面,教師作為青少年的重要他人,對青少年情感、學業(yè)、生活上的關心和支持越多,會使青少年感受到一種溫暖的學校氛圍,增強對班級或學校的歸屬感,以積極的態(tài)度投入到學習和校園生活中,從而獲得積極的適應結果(Danielsenetal.,2010;Eccles&Roeser,2011;Wentzeletal.,2010)。另一方面,教師給予青少年較多的支持有利于積極師生關系的形成,青少年在建構自我和外部社會世界時,會參照自己與重要他人的關系,積極的師生關系能提供一種安全的班級情緒氛圍,安全的情緒氛圍使得青少年更愿意去內化教師的指導,積極投入到學習活動中,支撐他們發(fā)展學校所期望的社交能力和學業(yè)成就,同時減少學習和行為問題(Baker,2006)。4.2學校適應的狀況首先,本研究發(fā)現(xiàn)女生的學校適應狀況要好于男生,她